【作　　者】
刘俊奇（博士生导师），周威皓

【作者单位】
辽宁大学经济学院，沈阳110036

【摘　　要】

   【摘要】本研究使用主成分分析法构建投资者情绪指标，并基于投资者情绪的角度分析了融资融券交易对于股市波动的影响。研究发现，融资余额、融券余额与股市波动显著负相关，投资者情绪与股市波动显著正相关。融资和融券并不是股市波动的格兰杰原因，投资者情绪和股市波动呈现双向格兰杰因果关系。脉冲响应和方差分解分析的结果表明，融资融券对于股市波动的贡献率不高，对股市波动具有一定的抑制作用。
【关键词】融资融券；股市波动；投资者情绪；格兰杰原因
【中图分类号】F830.91      【文献标识码】A      【文章编号】1004-0994（2017）02-0113-6融资融券交易（securities margin trading）又称为证券信用交易或保证金交易。融资交易是指具有资质的投资者在看好后市时，向具有资格的经纪公司借入资金买进证券的交易。融券交易是指具有资质的投资者在不看好后市时，向具有资格的经纪公司借入证券并卖出的交易。融资融券的本质是信用交易和杠杆交易。相比欧美发达国家的资本市场，我国股市的融资融券业务开展较晚。融资融券业务推出后，我国资本市场的投资方式更加多样化，股市也更趋于成熟。从欧美发达国家资本市场的发展经验来看，融资融券业务完善了资本市场的交易机制，进一步实现了资本市场的价格发现功能，使股市运行更加平稳。但是信用交易和杠杆交易的性质使其存在一定风险，在监管体系不完善的情况下，融资融券可能会被部分投资者利用，助涨助跌，引起市场恐慌，扰乱市场秩序，甚至可能危害金融体系乃至破坏整个国民经济的稳定。
以上原因使得融资融券对于股市的影响成为学术界长期关注的问题。本文在前人研究的基础上，拟从投资者情绪的角度深入分析融资融券业务对我国股市波动的影响。
一、文献综述
（一）融资融券对于股市波动的影响
欧美成熟资本市场开展融资融券业务的时间较早，学术界关于融资融券的研究也很多，观点大致可以分成三种。第一种观点是融资融券可以减缓股市波动，使股市运行更加平稳，多数学者都同意这个观点。Charoenrook（2003）通过检验个股收益的标准差和市场收益的偏度分析了融资融券对股市的影响，认为融资融券交易可以抑制股市波动。Hong和Stein（2003）研究发现，资本市场的消息尤其是利空消息具有累积效应，如果不能及时释放，在行情不好时会加速市场的下跌，使风险进一步放大，他们认为这从反面解释了融券卖空能够提早释放股市风险，使股市运行更加稳定。Bris（2003）通过对比发现，缺乏卖空机制的市场的收益波动率明显大于允许开展卖空交易的市场，因此他认为融资融券可以稳定市场，平滑市场波动。第二种观点是融资融券会加剧股市波动。Henry和McKenzie（2006）通过对香港股市的研究发现，股市的利好消息和利空消息具有不对称性，卖空机制可以扩大这种不对称，从而加剧股市波动。Chang（2007）也认为香港股市的卖空交易加剧了股市波动。第三种观点则是融资融券对股市波动的影响不明显。Battalio和Schultz（2006）通过研究纳斯达克网络公司股票的高频交易数据，认为卖空交易对股市波动几乎没有影响。Sigurdsson（2010）研究了26个国家的股市后发现，卖空交易被限制后，股票收益的极端损失概率并没有显著降低，他认为卖空机制对股市波动影响不大。
我国股市直到2010年3月才正式推出融资融券交易，但融资融券标的较少，相应的制度建设也并不完善，学术界对融资融券交易所发挥的作用也没有得出一致结论。部分学者认为融资融券交易能够减缓股市波动。杨德勇和吴琼（2011）研究发现，融资融券交易与市场波动性之间存在长期协整，两者互为格兰杰因果关系。在此基础上，他们使用事件分析方法对“两融”标的股票进行分析，认为融资融券交易能够通过提高流动性来减缓股市波动。杨颖和张同纬（2012）实证分析了融资融券余额和上证180指数间的关系，结果表明融资融券交易是股市波动的格兰杰原因，两者之间存在长期误差修正效应，融券交易可以平滑股市波动。谭平（2014）使用GARCH模型和TARCH模型研究了融资融券对于股市的影响，认为融资融券能够拟制股市波动。马晶和王智渊（2014）认为融资融券交易能够降低相应标的股票的非系统性风险，减缓价格波动。
不同于以上结论，一些学者认为融资融券加剧了股市波动。陈思行（2010）使用GARCH 模型和VAR模型研究了台湾股市的融资融券交易，认为融资交易规模和市场波动互为格兰杰因果关系，融券交易与市场波动之间不存在格兰杰因果关系，融资融券交易加剧了台湾股市的波动。倪伟佳（2012）使用TGARCH模型研究了融资融券交易对于股市波动的影响，他认为融资交易会加剧股市的波动。
还有一种观点认为融资融券交易对股市波动的影响不明显。郑罡（2012）使用双重差分模型研究了融资融券交易对股价波动的影响，认为股票换手率对于股价波动影响显著，但是融资融券交易对于股价波动影响不显著。王晋忠等（2013）使用VAR模型从波动性和流动性两方面分析了融资融券交易对股市波动的影响，认为融券余额的变动不会引起股市波动幅度的变化。郑晓亚等（2015）使用加入融资融券虚拟变量的GARCH模型和TARCH模型分析了融资融券交易对股市长期波动的影响，认为融资融券交易对股市长期波动影响不显著。
我国资本市场推出融资融券业务的时间短，前期的标的证券数量较少，这使得融资融券交易对于市场的影响不大，国内学者进行学术研究时能够使用的样本也不多，并不能反映其对股市波动的真实影响。
（二）投资者情绪对于股市波动的影响
投资者情绪是指投资者参与资本市场的意愿，反映了投资者对未来的预期。投资者情绪属于行为金融学的范畴，Solt和Statman（1998）最早对投资者情绪与股市波动间的关系进行了研究。Schmeling（2009）使用消费者信心指数表示投资者情绪，分析了投资者情绪和股票收益波动间的关系，认为投资者情绪和股票收益波动负相关。Bernard和Blanchard（2010）则使用问卷调查的方式研究了投资者情绪，他们认为投资者情绪可以放大资本市场的利空事件，加剧市场波动。Garcia（2010）使用媒体对于股市的预测报道作为投资者情绪指标，研究发现经济衰退期间，投资者情绪能加剧资本市场波动。
投资者情绪是影响股市波动的重要因素，国外学者对投资者情绪的研究较为成熟，多采用调查数据直接表示或使用量化方法综合多方面因素构建投资者情绪指标。相对欧美发达国家的成熟资本市场，我国股市成立时间较短，学术界对于投资者情绪的研究大多借鉴了国外经验。韩立岩和伍燕然（2007）使用证交所公布的新增股民开户数作为投资者情绪指标，认为投资者情绪在长期和短期内对于股市波动的影响程度并不相同。张宗新和王海亮（2013）使用主成分分析法构建投资者情绪指标，使用多元回归法和脉冲响应函数分析了投资者情绪、主观信念与股市波动之间的关系，他们认为投资者情绪能够对市场波动率产生显著正向影响。胡昌生和池阳春（2013）同样使用主成分分析法构建了投资者情绪指标，研究了在股市不同估值阶段投资者情绪对于股市波动性影响的差异，他们认为在不同的估值水平下，投资者情绪对股市波动性的影响存在较大差异。
王春（2014）以开放式股票型基金的资金净流入作为投资者情绪的度量指标，运用 GARCH-M模型研究了投资者情绪对股市收益和波动的影响，认为投资者情绪与股市波动之间存在正向反馈作用。熊伟和陈浪南（2015）用好淡指数作为投资者情绪指标，运用有向无环图技术识别SVAR模型，实证检验了股票特质波动与投资者情绪间的关系，他们认为投资者情绪和股市波动存在正相关关系。巴曙松和朱虹（2016）构建投资者情绪指标时同时考虑了主观情绪指标与客观情绪指标，并以机构投资者业绩收益标准差以及市场收益标准差作为参与者微观层面和市场整体宏观层面的波动率指标，分别构建GMM模型和VAR模型研究了市场微观层面的投资者情绪效应和宏观层面的投资者情绪冲击效应，最终得出结论：考察期内融资融券交易对投资者情绪起到助长的净效应，消极型投资者受投资者情绪影响所导致的业绩波动程度大于积极型投资者，投资者情绪对投资者业绩波动呈现先抑后扬的影响。
综上所述，国内外学者使用不同方法构建了投资者情绪指标，得出的结论也不尽相同，但普遍认为投资者情绪与股市波动之间存在一定的相关性。
二、模型构建
（一）融资融券交易对股市波动的影响机制
当股价由于非理性原因被低估或者下跌幅度较大时，理性投资者预期股价将会回归其理论估值，后市会存在反弹的可能，因此会通过经纪商融资买入股票，等待股价反弹后获利卖出。融资买入行为的出现会向其他投资者传递价格被低估的信息，引发其他有同样预期的投资者的买入行为，需求的增加使得价格改变下跌的趋势，进一步的买入行为会使股价上涨，波动减缓。
当股价由于恶意炒作远离其内在价值或者短期涨幅过大时，理性投资者预期股价将会向下回归其理论估值，后市存在下跌的可能，看到机会出现后会通过经纪商融券卖出该股票，等待股价下跌后再买入股票，还券获利。融券卖出行为的出现同样会向其他投资者传递价格被高估的信息，引发其他有同样预期的投资者的融券卖空行为，卖出行为的增多使得股价改变上涨的趋势，进一步的卖出行为会使股价下跌，波动减缓。
从理论上讲，融资融券交易可以抑制股价的过度波动，但也要意识到，融资融券交易本身也是一把双刃剑，如果资本市场交易机制不完善，投机者使用融资融券的杠杆效应放大自身的资金进行恶意炒作，也会加剧市场波动，形成泡沫，放大资本市场的风险。
（二）基于投资者情绪的股市波动与融资融券交易关系模型构建
本文以唐艳（2012）的方法为基础，构建了如下研究模型：
BDt=C+β0RZt+β1RZt-1+β2RZt-2+…+
βpRZt-p+γ0RQt+γ1RQt-1+γ2RQt-2+…+
γpRQt-p+q1QXt-1+q2QXt-2+…+
qpQXt-p+εt
其中：BD表示股市波动；RZ表示融资；RQ表示融券；QX表示投资者情绪；C为常数项；系数β、γ、q表示当期和滞后期各解释变量对于股市波动的影响程度；p为最优滞后阶数，其大小依据AIC准则和SC准则配合LR检验来确定。各变量的数据选取如下：
股市波动BD：融资融券标的股票多为沪深300成分股，因此本文使用沪深300指数4周（通常股市投资中4周为一个月，选取4周能反映每月的波动）的动态标准差表示股市的波动。
融资RZ和融券RQ：按照融资融券的计算规则，融资用每周最后一个交易日沪深两市融资余额表示，融券用每周最后一个交易日沪深两市融券余额表示，为保证数据的稳定，均作取对数处理。
投资者情绪QX：投资者情绪的度量主要有两种方法。一种为单一指标法，相关机构会进行市场调查，并根据结果编制投资者情绪指数，如好淡指数、耶鲁大学编制的股市信心指数等。部分学者也会使用某一市场指标作为投资者情绪指数。另一种为复合指标法，将能够影响投资者预期的信息进行汇总，再使用因子分析法或者主成分分析法计算得到综合指标。由于包含的信息量大，复合指标的客观性更强，本文使用复合指标度量投资者情绪，考虑到我国股市散户众多，以快进快出方式进行的短线交易较多，本文使用周数据作为研究对象。考虑到数据的可获得性，本文借鉴马强（2016）的方法，以市场换手率（HS）、新增股民开户数（KH）、成交量（CJ）、市净率（PB）和市盈率（PE）等指标度量投资者情绪。
样本的时间区间为2014年6月2日 ~ 2016年5月27日，此期间包括一个完整的牛市和牛市之后的大熊市，能够更加准确地反映融资融券对于股市波动的影响。所有数据均来自wind数据库和证交所网站，使用Spss软件进行主成分分析，使用Eviews软件进行模型的回归分析。
三、实证分析
（一）投资者情绪指标构建
考虑到各变量的滞后关系，选取度量投资者情绪的5个变量及各变量滞后一期的变量共10个变量做主成分分析，在保证累计方差解释率达到85%的前提下，得到临时投资者情绪指标。用临时投资者情绪指标与以上10个指标进行相关性分析，得到表1所示的结果。
由表1可知，投资者情绪与当期的换手率HS、市盈率PE、市净率PB和滞后一期的开户数KH、成交量CJ的相关性更强，因此选择这些指标构建投资者情绪指数。通过再次使用主成分分析法，得到最终投资者情绪指标的表达式为：Et+0.076PBt
（二）平稳性检验
为保证结果的准确性，防止出现伪回归，建模前需检验数据的平稳性，本文使用单位根检验来验证数据的平稳性。根据赵进文（2009）的方法，分别使用ADF检验和PP检验验证数据的平稳性，两者结果不一致时，以PP检验为准，单位根检验结果如表2所示。

由表2可知，各变量数据的原序列都没有通过10%统计水平上的显著性检验，原序列均不平稳，各变量数据的一阶差分序列都通过了5%或1%统计水平上的显著性检验，一阶差分序列均为平稳序列，可以进行下一步分析。
（三）协整检验
使用AIC准则、SC准则以及LR检验对模型的最优滞后阶数进行判定，经检验，模型的最优滞后阶数为2。在此基础上进行Johansen协整检验，检验结果如表3所示。

由表3可以看出，在5%的统计水平上，特征值的趋势值和最大值都存在2个协整关系，因此各变量间存在长期协整关系。进一步回归得到各变量关系式如下：
BD=0.097-0.201RZt-0.011RZt-1-0.006RZt-2
              （-3.249∗∗∗） （-1.819∗）    （-0.926）
-0.351RQt-0.103RQt-1-0.017RQt-2+0.203QXt+
 （-1.991∗∗）   （-1.503）     （-0.910）        （2.018∗∗）
0.014QXt-1+0.061QXt-2
   （1.822∗）    （2.003∗∗）
其中：R2=0.856，F=98.364，DW=1.938；∗、∗∗、∗∗∗分别表示结果在10%、5%、1%的统计水平上显著。
由各变量的回归结果可知，当期和滞后期融资余额和融券余额的系数均为负，说明融资融券余额能够抑制股市的波动。当期融资余额和融券余额系数在5%或1%的统计水平上显著，滞后一期和滞后两期的融资和融券系数没有通过显著性检验，这是由于我国投资者的融资融券交易多为短线操作。
当期和滞后期的投资者情绪系数为正，当期和滞后两期的投资者情绪系数在5%的统计水平上通过了显著性检验，滞后一期的投资者情绪系数在10%的统计水平上通过了显著性检验。相比融资融券交易而言，投资者情绪能加剧股市波动，且持续时间较长。
（四）格兰杰因果关系检验
从以上分析可以看出，融资融券交易和股市波动之间存在一定的相关性，为进一步确立融资融券交易和股市波动之间的因果关系，用融资余额、融券余额、投资者情绪分别与股市波动进行格兰杰因果关系检验。格兰杰因果关系检验通常用来分析两个平稳的时间序列之间的因果关系，对两个变量进行回归，在加入滞后项后，如果能够明显提升解释变量对被解释变量预测的显著性，那么从统计学的角度可以认为解释变量是被解释变量的格兰杰原因。格兰杰因果关系检验结果如表4所示。

由表4可知，融资和融券并不是股市波动的格兰杰原因，股市波动是融资和融券的格兰杰原因，投资者情绪和股市波动互为格兰杰原因。从本文结果可以看出，融资和融券交易并没有加剧股市的波动，反而是股市的波动导致投资者开展融资融券交易。这和前文的分析一致，股价过高时，理性投资者预期股价会下跌，看到市场机会后进行融券卖空，股价过低时，理性投资者预期股市价格会上涨，会选择融资买入。
（五）脉冲响应分析
脉冲响应是指系统受到某变量一个单位的正向冲击后，在此后若干期内的动态反应。在前文分析的基础上，使用脉冲响应函数分析股市波动受到来自自身、融资、融券和投资者情绪的一个单位正向冲击后的响应情况，脉冲响应分析的结果如下图所示。其中，坐标轴的横轴表示脉冲冲击的滞后期，纵轴表示股市波动对于脉冲冲击的反应情况，实线表示股市波动对于冲击的反应路径，上下虚线分别表示正负两倍标准差的偏离带。
由脉冲响应分析结果可知，股市波动受到来自自身的冲击后，当期即做出较大的正向调整，随后开始收敛，调整幅度呈现震荡减弱趋势，并逐渐回到其初始稳态。从长期来看，股市波动受到来自自身的冲击后并没有表现出一定的惯性，而是逐渐回到初始稳态。
股市波动受到来自投资者情绪的冲击后，当期即做出较大的正向调整，随后开始收敛，调整幅度逐渐减弱，约四周后趋于稳定，并保持高于初始水平的稳态持续运行。从长期来看，投资者情绪对股市波动的冲击具有一定的惯性。在进行股市投资时，不少投资者利用K线技术对后市进行预测，相信相似的K线组合其后市走势也会相似，投资者对于股市的预期是投资者情绪的具体表现，这使得投资者情绪对于股市波动的影响具有一定的惯性。
股市波动受到来自融券的冲击后，当期即做出较小的负向调整，随后持续在低于初始水平的状态下运行。受到来自融资的冲击后，当期没有调整，随后逐渐小幅度调整至低于初始水平的状态。从长期来看，股市波动受到来自融资和融券的冲击后，都会在低于初始水平的状态下运行，和前文的分析一致，融资和融券对于股市波动具有一定的抑制作用。
（六）方差分解
方差分解是另一种解释系统动态变化的方法，通过将被解释变量的均方误差分解成各个变量冲击的贡献比例，来分析各解释变量的冲击对于被解释变量的影响程度。各变量对于股市波动贡献度的方差分解结果如表5所示。
由表5可以看出，对股市波动贡献最大的为投资者情绪和其自身，融资融券交易对其贡献率较低。影响股市波动最重要的因素是其自身，滞后10期的方差解释率为52.235%。其次为投资者情绪，虽然开始时方差解释率不高，但其后逐渐增大，滞后10期的方差解释率达到32.823%。融资和融券对于股市波动的贡献率始终不高，随着滞后期的增加，融资和融券的方差解释率首先逐渐增加，并于第4期达到最大，之后小幅降低，并趋于稳定，第10期融资和融券的解释率分别达到10.357%和4.585%。融资对于股市波动的贡献率大于融券，这可能有两方面的原因：第一，长期以来，我国股市只能单向做多，买进股票、等待价格上涨获利的观念已经深入人心，投资过程中普通投资者尤其散户更愿意相信利好消息，这使得融资交易更容易吸引散户投资者跟风买入；第二，对于我国整个股市而言，融券标的较少，规模较小，且投资门槛较高，使得融券交易对于整个股市的影响程度有限，因此对股市波动的贡献率较低。
四、结论及建议
本文基于投资者情绪的角度分析了融资融券交易对于股市波动的影响，首先使用主成分分析法，利用市场换手率、新增股民开户数、市场成交量、市盈率和市净率数据构建了复合的投资者情绪指标，在此基础上分析了融资交易、融券交易、投资者情绪和沪深300指数波动间的关系。结果表明，当期的融资余额、融券余额和股市波动负相关，滞后期的融资余额、融券余额和股市波动的相关性不显著，当期和滞后期的投资者情绪和股市波动正相关；融资和融券不是股市波动的格兰杰原因，股市波动是融资和融券的格兰杰原因，投资者情绪和股市波动呈现双向格兰杰因果关系；来自融资融券的冲击会抑制股市波动，来自自身和投资者情绪的冲击会加剧股市波动；方差分解分析的结果表明，投资者情绪和其自身对股市波动的贡献率较高，融资融券交易对股市波动的贡献率较低。
为进一步减缓我国股市波动，促进融资融券业务健康有序开展，针对本文的研究结论，笔者提出以下建议：
首先，有序扩大融资融券标的范围。我国的融资融券交易从推出至今共经历了四次扩容，融资融券标的也由最初的90只发展到现在的900只，同时15只交易型开放式指数基金（ETF）也被纳入融资融券的范围，但是相比整个市场接近3000只个股而言，融资融券包含的股票数量仍然不足。可适当将部分优质新股、题材股和其他类型的基金纳入融资融券范围，通过扩大融资融券标的的数量和种类，使融资融券交易对于投资者更具吸引力，融资融券标的的增加也会减缓股市波动，降低股市风险。
其次，适当降低融资融券交易的投资门槛。我国融资融券交易推出时间较短，监管层为降低投资风险，设立了较高的投资门槛。推出之初，投资者的有效开户时间需达到18个月，且证券账户需要有50万元及以上的现金或股票资产，才能申请开通融资融券业务。在发展过程中，虽然融资融券交易门槛不断降低，但其交易成本仍高于欧美等发达国家的资本市场，过高的门槛和交易成本，降低了投资者的参与意愿。监管层可在风险可控的前提下，适当降低投资门槛和交易成本，使普通中小投资者能参与其中，在提高市场活跃度的同时，让中小投资者在下跌行情中也能通过融券卖空交易获利。
最后，建立严格的信息披露制度。信息披露是资本市场有效的最重要因素之一，交易信息的公开透明对于投资者科学的预期和决策至关重要。为保证融资融券信息披露的及时、准确、完整，可对证券公司提出以下要求：第一，建立完善的内部报告制度，必须明确融资融券业务的运作流程以及风险应对机制；第二，建立健全信息报送制度，指派专人负责市场信息的收集、审核、统计和总结，对于融资融券标的信息必须有详细完善的记录和报送；第三，不断完善信息披露机制，对于融资融券标的相关信息，包括买入额、卖出额、余额以及其他有关信息，应按不同周期进行详细披露。

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